{"id":3248,"date":"2020-07-01T07:51:00","date_gmt":"2020-07-01T07:51:00","guid":{"rendered":"http:\/\/revista-apunts.com\/?p=3248"},"modified":"2020-10-12T16:47:31","modified_gmt":"2020-10-12T16:47:31","slug":"necessitats-psicologiques-basiques-en-esportistes-espanyols-validacio-de-la-basic-needs-satisfaction-in-sport-scale","status":"publish","type":"post","link":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/necessitats-psicologiques-basiques-en-esportistes-espanyols-validacio-de-la-basic-needs-satisfaction-in-sport-scale\/","title":{"rendered":"Necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques en esportistes espanyols: validaci\u00f3 de la Basic Needs Satisfaction in Sport Scale"},"content":{"rendered":"\n

Resum<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

At\u00e8s l’inter\u00e8s creixent de la satisfacci\u00f3 de necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques en l’\u00e0mbit de l’activitat f\u00edsica i l’esport, han estat diversos els instruments utilitzats per avaluar el grau de satisfacci\u00f3 o frustraci\u00f3 d’aquestes necessitats. Un d’aquests instruments \u00e9s l\u2019escala de satisfacci\u00f3 de les necessitats b\u00e0siques en l\u2019esport (Basic Need Satisfaction in Sport Scale, BNSSS), que a m\u00e9s destaca per recon\u00e8ixer tres factors, fins al moment no avaluats, en la dimensi\u00f3 d’autonomia (elecci\u00f3, voluntat i locus percebut de causalitat intern). A Espanya, la BNSSS \u00fanicament ha estat validada per a esports d’equip, ra\u00f3 per la qual el principal prop\u00f2sit d\u2019aquest estudi va ser validar-lo per a la seva utilitzaci\u00f3 en qualsevol esport (col\u00b7lectiu i individual). Per a l’estudi es va comptar amb la participaci\u00f3 de 795 esportistes, dels quals el 50,8 % eren homes i el 49,2 % dones amb una edat mitjana de 18,36 anys (DE = 6,06). A trav\u00e9s del programa EQS 6,3 es van realitzar an\u00e0lisi factorial confirmat\u00f2ria, d’invari\u00e0ncia factorial per a les variables sexe, edat, nivell competitiu i modalitat, i fiabilitat composta entre factors. Es va observar un bon ajustament del model, amb \u00edndexs d’ajustament comparatiu (CFI) i no normalitzat (NNFI) de ,97, i una mitjana quadr\u00e0tica dels errors d\u2019aproximaci\u00f3 de 0,06. Es va constatar la invari\u00e0ncia factorial per als subgrups proposats i els \u00edndexs de fiabilitat composta van ser superiors a ,70. Per tant, es presenta un instrument de mesura amb bones propietats psicom\u00e8triques que permet avaluar la satisfacci\u00f3 de les necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques en el context esportiu espanyol.<\/p>\n\n\n

Paraules clau:<\/strong> autonomia<\/span>, autonom\u00eda<\/span>, compet\u00e8ncia<\/span>, esport<\/span>, propietats invari\u00e0ncia<\/span>, relaci\u00f3<\/span><\/p> <\/div> \n\n\n\n

Introducci\u00f3<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

La teoria de l’autodeterminaci\u00f3 (TAD) \u00e9s una macroteoria que tracta nombroses q\u00fcestions com el desenvolupament de la personalitat, l’autoregulaci\u00f3,  les necessitats psicol\u00f2giques, l’impacte d’entorn social sobre la motivaci\u00f3, i la seva afectaci\u00f3 sobre la conducta i el benestar (Deci i Ryan, 2008<\/a>). A m\u00e9s, la TAD presenta un especial inter\u00e8s en el context esportiu (Pelletier et al., 2013<\/a>). <\/p>\n\n\n\n

Un dels constructes centrals que componen la TAD \u00e9s la teoria de les necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques (NPB; Ryan i Deci, 2000<\/a>), on s’afirma l’exist\u00e8ncia de tres necessitats psicol\u00f2giques considerades essencials per al desenvolupament psicol\u00f2gic en les persones: compet\u00e8ncia, autonomia i relaci\u00f3, i aquestes han de ser satisfetes per aconseguir un desenvolupament psicol\u00f2gic \u00f2ptim i un estat de benestar personal; en cas contrari, si es veuen frustrades, es genera malestar i pot derivar en diferents psicopatologies (Chen et al., 2015<\/a>). La necessitat de compet\u00e8ncia engloba la capacitat d’un individu de sentir-se efica\u00e7 amb una conducta o de realitzar tasques amb diferents nivells de dificultat (Deci, 1971<\/a>). La necessitat d’autonomia  fa refer\u00e8ncia a la que t\u00e9 una persona per sentir-se causant del seu comportament o realitzar accions per voluntat pr\u00f2pia (DeCharms, 1968<\/a>). Finalment, la necessitat de relaci\u00f3 es refereix al sentiment o sensaci\u00f3 d’estar vinculat, avalat, o volgut per altres persones (Ryan, 1995<\/a>). Segons Ryan i Deci (2000)<\/a>, les esmentades necessitats s\u00f3n aplicables a tots els individus independentment de l’edat, el sexe o la cultura.<\/p>\n\n\n\n

Diferents estudis han determinat nombrosos beneficis que produeix la satisfacci\u00f3 de les NPB ja que generen regulacions m\u00e9s autodeterminades (Ryan i Deci, 2000<\/a>), estan relacionades amb el benestar (Morenor-M\u00farcia i S\u00e1nchez-Latorre, 2016<\/a>), i amb altres conseq\u00fc\u00e8ncies positives (satisfacci\u00f3 amb la vida, desenvolupament de la integritat, vitalitat psicol\u00f2gica, estat d’\u00e0nim positiu, etc.) en diversos dominis de la vida com el treball (Van den Broeck et al., 2016<\/a>), l’educaci\u00f3 (M\u00e9ndez-Gim\u00e9nez i Pallas\u00e1-Llard, 2018<\/a>), i l’exercici f\u00edsic (Oliva et al., 2011<\/a>). Al contrari, el grau en el qual aquestes necessitats es veuen frustrades tendeix a relacionar-se amb conseq\u00fc\u00e8ncies negatives (burnout<\/em>, ansietat, depressi\u00f3, estr\u00e8s, etc.), relacionades amb la disminuci\u00f3 de la salut i el benestar (Ryan i Deci, 2002<\/a>). <\/p>\n\n\n\n

At\u00e8s l’inter\u00e8s creixent sobre l’estudi de les NPB en l’\u00e0mbit de l’activitat f\u00edsica i l’esport (Jowett et al., 2016<\/a>; Moreno-M\u00farcia et al., 2011<\/a>), va sorgir la necessitat de dissenyar instruments a fi de poder avaluar el grau de satisfacci\u00f3, o frustraci\u00f3, d’aquestes necessitats i aix\u00ed con\u00e8ixer la seva influ\u00e8ncia en l’esport. Dins dels contextos  d’activitat f\u00edsica i exercici, Vlachopoulos i Michailidou (2006)<\/a> van dissenyar la primera eina denominada  l\u2019escala de satisfacci\u00f3 de necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques en l\u2019exercici (Basic Psychological Needs in Exercise Scale, BPNES) que permetia mesurar el grau de satisfacci\u00f3 de les necessitats dins d’un col\u00b7lectiu d’assistents a un centre de fitnes<\/em>. Estava formada per 12 \u00edtems repartits equitativament entre tres dimensions que es corresponien amb les tres necessitats psicol\u00f2giques. Aquest instrument va mostrar bones propietats psicom\u00e8triques, ja que va presentar valors \u03b1 de Cronbach de ,81 per a compet\u00e8ncia, ,84 per a autonomia i ,92 per a relaci\u00f3, amb un bon ajustament del model: els \u00edndexs d’ajustament comparatiu (CFI) i no normalitzat (NNFI) van ser superiors a ,95, el valor de la mitjana residual estandarditzada estava per sota de ,10 (0,03), igual que el valor de la mitjana quadr\u00e0tica dels errors d\u2019aproximaci\u00f3 que va ser de 0,05, trobant-se dins de l\u2019interval de confian\u00e7a de la mitjana quadr\u00e0tica dels erros d\u2019aproximaci\u00f3 al 90%. El mateix any, Wilson et al. (2006)<\/a> utilitzant una mostra composta per esportistes universitaris van desenvolupar l\u2019escala de satisfacci\u00f3 de necessitats psicol\u00f2giques en l\u2019exercici (Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale), formada per 18 \u00edtems, sis per a cada necessitat.  Pel que fa a les seves propietats psicom\u00e8triques, aquest q\u00fcestionari va resultar ser una eina molt fiable ja que va presentar uns valors \u03b1 de Cronbach de ,91 per a compet\u00e8ncia, ,91 per a autonomia i ,90 per a relaci\u00f3. El valor per a \u03c72<\/sup> (688,03; \u03c7\/2<\/sup> gl = 5,21) va mostrar un ajustament adequat de les dades, igual com els seus valors de CFI i Incremental Fit Index (IFI) propers a ,95.<\/p>\n\n\n\n

At\u00e8s que aquestes \u00faltimes escales estaven centrades a la pr\u00e0ctica d’activitat f\u00edsica per a la salut, va emergir la necessitat del desenvolupament d’eines relacionades amb l’avaluaci\u00f3 de necessitats psicol\u00f2giques en contextos de rendiment esportiu o de consecuci\u00f3 d’assoliments. Per cobrir aquesta \u00e0rea, Ng et al. (2011)<\/a> van desenvolupar un instrument espec\u00edfic per a esport competitiu: la BNSSS, que estava composta per 20 \u00edtems: cinc \u00edtems per compet\u00e8ncia; 10 de dedicats a la dimensi\u00f3 d’autonomia dels quals, prenent com a refer\u00e8ncia l’estudi de Reeve et al. (2003)<\/a>, es dividien en quatre \u00edtems per a la capacitat d’elecci\u00f3, tres per a la subescala de voluntat i tres \u00edtems per a locus percebut de causalitat intern (IPLOC); i, finalment, cinc \u00edtems per a la necessitat de relaci\u00f3. L’escala va presentar els seg\u00fcents valors \u03b1 de Cronbach per a cada subescala: ,77 per a compet\u00e8ncia; ,82 per a autonomia elecci\u00f3; ,61 en autonomia voluntat; ,76 per a autonomia IPLOC, i ,87 per a relaci\u00f3.  A m\u00e9s, va indicar uns valors de \u03c72<\/sup> = 341,70 (p <\/em>< ,01), NNFI =,96, CFI =,97, mitjana residual estandarditzada =0,07 i mitjana quadr\u00e0tica dels errors d\u2019aproximaci\u00f3 =,06 (0,4-0,7 de l\u2019interval de confian\u00e7a de mitjana quadr\u00e0tica dels errors d\u2019aproximaci\u00f3 90%). Per tot aix\u00f2 es considera que t\u00e9, en general, bones propietats psicom\u00e8triques de validesa factorial i fiabilitat. <\/p>\n\n\n\n

A partir d’aquest darrer instrument, aquest estudi va ser dissenyat amb la finalitat de disposar d’una eina de mesura a Espanya que pugui avaluar la satisfacci\u00f3 de les NPB en esportistes i v\u00e0lida per a totes les modalitats esportives, ja que fins ara nom\u00e9s n\u2019hi ha una versi\u00f3 espanyola, aplicable a esport col\u00b7lectiu. Hodge et al. (2008)<\/a> afirmen que les NPB s\u00f3n universals i aplicables a totes les modalitats esportives, encara que la mostra utilitzada en el seu estudi estava formada per jugadors d’un equip de rugbi. Aix\u00f2 \u00e9s a causa que en les recerques de psicologia de l’esport que requereixen instruments adaptats i validats a un context, el primer pas sol ser a trav\u00e9s dels esports col\u00b7lectius per la facilitat d’acc\u00e9s a la mostra. At\u00e8s que hi ha autories que informen que els esportistes que participen en diferents modalitats esportives presenten perfils psicol\u00f2gics i caracter\u00edstiques psicol\u00f2giques diferents (Nia i Besharat, 2010<\/a>), l’objectiu principal d’aquest treball va ser comprovar que la validaci\u00f3 espanyola de la BNSSS podia ser utilitzada en qualsevol modalitat esportiva, ja que fins ara nom\u00e9s es disposava de dades de validesa i fiabilitat en modalitats esportives col\u00b7lectives (De Francisco et al., 2018<\/a>). A m\u00e9s, com a objectius espec\u00edfics es van plantejar replicar l’estructura factorial de la versi\u00f3 precedent i comprovar la invari\u00e0ncia factorial per sexe, edat, nivell i modalitat esportiva i verificar la seva fiabilitat.<\/p>\n\n\n\n

Metodologia<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

Participants<\/strong><\/p>\n\n\n\n

La mostra va ser seleccionada de manera intencional, i estava formada per 795 participants pertanyents a diferents modalitats esportives individuals (n = 350) i col\u00b7lectives (n = 445). Respecte al sexe, el 50,8 % eren homes i el 49,2 % dones. L’edat dels participants de l’estudi oscil\u00b7lava entre 13 i 56 anys (M = 18,36; DE = 6,06). El 65,8 % dels esportistes eren menors d’edat i el 34,2 % adults. El 74,8 % dels esportistes competien en categories locals\/regionals i auton\u00f2miques, i el 25,2 % restant competien a nivell nacional o internacional. La mitjana d’entrenaments setmanals dels participants era de 3,60 sessions (DE = 3,48) amb una mitjana de durada de 102,34 minuts per sessi\u00f3 (DE = 42,49). A m\u00e9s, tots els esportistes que van participar en aquesta recerca competien a nivell federat en la seva modalitat esportiva i la practicaven de forma activa (entrenaments i competici\u00f3) durant almenys nou mesos a l’any. Finalment, s’assenyala que cap dels participants no havia patit una lesi\u00f3 recentment, motiu d’exclusi\u00f3 d\u2019aquest treball.<\/p>\n\n\n\n

Materials i instruments  <\/strong><\/p>\n\n\n\n

Es va utilitzar la versi\u00f3 espanyola de la BNSSS elaborada per De Francisco et al. (2018)<\/a>, formada per 20 \u00edtems, cinc \u00edtems per mesurar la compet\u00e8ncia, 10 \u00edtems per a autonomia (quatre \u00edtems per a autonomia elecci\u00f3, tres \u00edtems per a autonomia voluntat i un altre tres per a autonomia locus percebut de causalitat interna -autonomia locus-) i cinc \u00edtems per a la relaci\u00f3. Presenta un format de resposta tipus Likert des de (1) \u201cGens cert\u201d fins a (7) \u201cTotalment cert\u201d. El valor num\u00e8ric m\u00e9s alt fa refer\u00e8ncia al valor de resposta m\u00e9s alt, exceptuant el cinqu\u00e8 \u00edtem (\u201cEm sento obligat\/da a fer coses que no vull fer\u201d; autonomia voluntat) que est\u00e0 formulat de manera inversa (el valor num\u00e8ric m\u00e9s elevat indica el menor grau de satisfacci\u00f3).<\/p>\n\n\n\n

A m\u00e9s, el quadern de recollida de dades tamb\u00e9 presentava preguntes sobre aspectes sociodemogr\u00e0fics respecte al g\u00e8nere i l’edat, aix\u00ed com historial d’entrenament (tipus d’esport, anys d’entrenament, durada de l’entrenament, nombre d’entrenaments a la setmana i nivell competitiu).<\/p>\n\n\n\n

En primer lloc, es va sol\u00b7licitar autoritzaci\u00f3 del comit\u00e8 d’\u00e8tica de la universitat, la qual es va obtenir sota el codi d’aprovaci\u00f3 CE041601. Despr\u00e9s d’aix\u00f2, es va realitzar una recerca de les modalitats esportives de la zona i es va contactar amb els participants i\/o responsables dels clubs esportius per establir una cita i poder administrar el q\u00fcestionari. Posteriorment, es va acudir a les seus o llocs habituals de pr\u00e0ctica esportiva, que tenia establert cada esportista o equip, durant els 15 minuts previs a una sessi\u00f3 entrenament. Abans de procedir a emplenar el q\u00fcestionari, les persones participants van ser informades de l’objectiu de l’estudi, de com respondre-hi i, a m\u00e9s, van signar un consentiment informat (en els casos en el que els participants eren menors d’edat va signar la tutoria legal esportiva), i van donar la seva aprovaci\u00f3 per participar en la recerca<\/p>\n\n\n\n

An\u00e0lisi de dades<\/strong><\/p>\n\n\n\n

Despr\u00e9s de realitzar una comprovaci\u00f3 de la base de dades amb l’objectiu de revisar possibles respostes fora de rang o casos at\u00edpics, es van detectar 47 valors perduts que van ser imputats a trav\u00e9s de la mitjana (0,3 % del total de les dades), a causa que, a l’hora de substituir els valors absents, la mitjana \u00e9s un estad\u00edstic de resum de les dades m\u00e9s robust que la mitjana (P\u00e9rez-L\u00f3pez, 2004<\/a>). Finalment, es va obtenir una base de dades amb 795 casos, de la que es van calcular els estad\u00edstics descriptius amb el paquet IBM SPSS 21. <\/p>\n\n\n\n

Atesos els estudis previs realitzats sobre l’estructura factorial en la versi\u00f3 original (Ng et al., 2011<\/a>) i en l’espanyola (De Francisco et al., 2018<\/a>), directament es va realitzar una an\u00e0lisi factorial confirmat\u00f2ria (AFC) amb el programa EQS 6.3 (Bentler, 2006<\/a>), desenvolupat amb l’objectiu de dur a terme m\u00e8todes d’an\u00e0lisis multivariades i models d’equacions estructurals. Per a l’avaluaci\u00f3 de l’ajustament del model de mesura es van calcular el quocient entre el \u03c72 i els seus graus de llibertat, mitjana quadr\u00e0tica dels errors d\u2019aproximaci\u00f3 del qual valors inferiors a 0,08 s\u00f3n indicadors de bon ajustament, NNFI en el qual els \u00edndexs han de ser superiors a 0,90 i CFI en el qual es recomanen valors superiors a 0,95 per obtenir un ajustament satisfactori del model a les dades (Levy i Varela, 2006<\/a>). <\/p>\n\n\n\n

Es va realitzar, a m\u00e9s, una an\u00e0lisi d’invari\u00e0ncia partint de tres models compactats per comprovar la igualtat del model entre homes i dones, entre menors d’edat i adults, entre perfil competitiu alt i baix i entre modalitats esportives individual i col\u00b7lectiva. La invari\u00e0ncia tradicionalment s’avalua mitjan\u00e7ant el c\u00e0lcul de les difer\u00e8ncies obtingudes en els test de \u03c7.2<\/sup> No obstant aix\u00f2, pel present estudi tamb\u00e9 es va utilitzar el criteri de Cheung i Rensvold (2002)<\/a> que suggereixen avaluar la difer\u00e8ncia en els valors de CFI on difer\u00e8ncies superiors a 0,01 entre models es consideren indicadors de no-invari\u00e0ncia.<\/p>\n\n\n\n

Es va rec\u00f3rrer a calcular l’\u00edndex de fiabilitat composta per analitzar la fiabilitat, at\u00e8s que aquest tipus d’an\u00e0lisi t\u00e9 en compte l’exist\u00e8ncia de multidimensionalitat (Dunn et al., 2014<\/a>), al contrari del que succeeix amb \u03b1 de Cronbach. Pel que fa a la seva interpretaci\u00f3, es consideren valors acceptables els \u00edndexs superiors a 0,7 en casos descriptius o 0,9 en test selectius (Estret i Prim, 2010).<\/p>\n\n\n\n

Resultats <\/strong><\/h2>\n\n\n\n

Descripci\u00f3 inicial de les respostes<\/strong><\/p>\n\n\n\n

La Taula 1 mostra els estad\u00edstics descriptius per a cada \u00edtem i dimensions. Les mitjanes van estar localitzades entre 4,83 (DE = 1,71; \u00edtem 9, autonomia elecci\u00f3, que al seu torn presenta la variabilitat m\u00e9s elevada) i 6,53 (DE = 0,99; \u00edtem 8, autonomia voluntat, que ofereix el menor valor de DE). En el cas de les dimensions, la mitjana m\u00e9s alta va ser la d\u2019autonomia voluntat (M = 6,18; DE = 0,91) i la mitjana d’autonomia elecci\u00f3 va resultar ser la m\u00e9s baixa (M = 5,15; DE = 1,26). Respecte a la distribuci\u00f3 de les dades, tots els \u00edtems mostren una asimetria negativa, sent els \u00edtems 8 (autonomia voluntat) i 19 (relaci\u00f3) els que van presentar els valors m\u00e9s alts (-2,76 i -2,30, respectivament). Finalment, els \u00edndexs de curtosi s\u00f3n majorit\u00e0riament positius assolint el valor m\u00e9s alt l’\u00edtem 8 (8,46, autonomia voluntat), seguit pels \u00edtems 19 (5,66, relaci\u00f3) i 1 (3,66, relaci\u00f3).<\/p>\n\n\n\n

\n
\n
\n
\"\"<\/figure>\n\n\n\n

<\/p>\n<\/div>\n\n\n\n

\n

Taula 1<\/strong>
Estad\u00edstics descriptius d’\u00edtems i dimensions en l\u2019esport<\/em><\/p>\n\n\n\n

Veure taula<\/a><\/p>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div><\/div>\n\n\n\n

An\u00e0lisi factorial confirmat\u00f2ria (AFC)<\/strong><\/p>\n\n\n\n

Es va realitzar una AFC partint de l’estructura factorial definida per Ng et al. (2011)<\/a>, tal com s’observa a la Figura 1. A m\u00e9s, com els resultats obtinguts per a la present mostra no complien les condicions de normalitat, l’estimaci\u00f3 dels par\u00e0metres d’aquesta an\u00e0lisi es va realitzar amb m\u00ednims quadrats generalitzats asimpt\u00f2tics (AGLS), un dels m\u00e8todes m\u00e9s utilitzats de distribuci\u00f3 lliure asimpt\u00f2tica (ADF). L’\u00fas d’aquest m\u00e8tode se sustenta que els resultats no es veuen alterats en els casos en els quals es violi el sup\u00f2sit de normalitat. Finalment, en disposar de variables ordinals es va utilitzar una matriu de correlaci\u00f3 polic\u00f2rica, partint de la base que en aquest tipus de correlacions hi ha una s\u00e8rie de variables latents sobre les quals es construeixen les variables observables o \u00edtems. <\/p>\n\n\n\n

\"\"
Estructura original de cinc factors de l’escala de satisfacci\u00f3 de les necessitats b\u00e0siques en l\u2019esport <\/em><\/figcaption><\/figure><\/div>\n\n\n\n

Les c\u00e0rregues factorials van ser estad\u00edsticament significatives (Taula 2), i els seus valors van oscil\u00b7lar entre ,442 (\u00edtem 5, autonomia voluntat) i ,964 (\u00edtem 19, relaci\u00f3). Finalment, tamb\u00e9 van ser significatives totes les correlacions entre factors (Taula 3). El coeficient de correlaci\u00f3 m\u00e9s elevat es va trobar entre autonomia locus i autonomia voluntat (rxy<\/sub> = ,982); i el menor entre autonomia elecci\u00f3 i relaci\u00f3 (rxy<\/sub>\u2009= ,741). <\/p>\n\n\n\n

\n
\n
\n
\"\"<\/figure>\n\n\n\n

<\/p>\n<\/div>\n\n\n\n

\n

Taula 2<\/strong>
C\u00e0rregues factorials, errors i vari\u00e0ncia<\/em><\/p>\n\n\n\n

Veure taula<\/a><\/p>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div><\/div>\n\n\n\n

\n
\n
\n
\"\"<\/figure>\n\n\n\n

<\/p>\n<\/div>\n\n\n\n

\n

Taula 3<\/strong>
Correlacions entre dimensions i fiabilitat composta<\/em><\/p>\n\n\n\n

Veure taula<\/a><\/p>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div><\/div>\n\n\n\n

Finalment, els \u00edndexs d’ajustament del model van apuntar a un bon ajustament a les dades: el quocient entre el valor de \u03c72<\/sup> (544,99) i els seus graus de llibertat (160) va ser de 3,40, el valor de la RMSEA va ser ,05 (IC 90 %; ,050-,060), el de NNFI va ser de ,96 i el de CFI ,97.<\/p>\n\n\n\n

Invari\u00e0ncia del model de mesura: sexe, edat, nivell competitiu i tipus d’esport<\/strong><\/p>\n\n\n\n

Es va realitzar una an\u00e0lisi d’invari\u00e0ncia la funci\u00f3 de la qual era comprovar que l’ajustament general del model fos aplicable, mitjan\u00e7ant models compactats jer\u00e0rquicament, als diferents subgrups que formaven part de la recerca. L’an\u00e0lisi va presentar la seg\u00fcent estructura: el model 0 (model de configuraci\u00f3) \u00e9s un model base sense restriccions en l’estimaci\u00f3 de par\u00e0metres en els diferents grups sobre qui es van realitzar les comparacions posteriors. En aquest tipus de models, els indicadors que defineixen l’estructura de mesura presenten la mateixa configuraci\u00f3 entre els grups seleccionats. El model 1 va especificar, a m\u00e9s de l’estructura factorial, la igualtat o invari\u00e0ncia de les c\u00e0rregues factorials entre grups, i el model 2 va afegir les correlacions i les vari\u00e0ncies dels factors. <\/p>\n\n\n\n

Per obtenir evid\u00e8ncies de la invari\u00e0ncia respecte al sexe, es va prendre el grup d’homes (n = 404) i el de dones (n = 391).  La difer\u00e8ncia en els valors de CFI entre el model 0 i 1 va ser menor a 0,01 (\u2206CFI < -0,001), resultat que es considera evid\u00e8ncia favorable a la igualtat o invari\u00e0ncia. Es van observar resultats semblants per a la difer\u00e8ncia de la comparaci\u00f3 entre els models 0 i 2 (\u2206CFI = -0,001). <\/p>\n\n\n\n

Amb refer\u00e8ncia a la invari\u00e0ncia per a l’edat, es van formar dos grups, un de representat per menors d’edat (n = 523) i un altre per adults (n = 272).  La difer\u00e8ncia en els valors de CFI va ser inferior a 0,01 per a les comparacions del model 0 amb 1 i posteriorment amb el 2 (\u2206CFI = -0,001 i -0,002, respectivament), pel que s’ofereix evid\u00e8ncia d’invari\u00e0ncia del model entre els grups d’adults i menors.<\/p>\n\n\n\n

Pel que fa al nivell competitiu, la mostra va ser dividida en dos grups, aquells esportistes que presentaven un nivell de competici\u00f3 menor (n = 592) davant els que competien a alt nivell (n = 203). Per a aquest model es van trobar difer\u00e8ncies de CFI inferiors a 0,01 per al model 0 amb l’1 (\u2206CFI = -0,001) i 0 amb el 2 (\u2206CFI < -0,001), confirmant-se la invari\u00e0ncia ens els esportistes que participen en diferents nivells competitius.<\/p>\n\n\n\n

Finalment, la mostra va ser dividida entre aquells esportistes que competien en modalitats esportives individuals (n = 350) i col\u00b7lectives (n = 445). Les difer\u00e8ncies dels valors de CFI tamb\u00e9 van ser inferiors a 0,01 tant per al model 1 (\u2206CFI = 0,001) com per al model 2 (\u2206CFI = 0,002) en comparar-se amb el model 0. Per tant, s’afirma la invari\u00e0ncia factorial entre modalitats esportives individuals i col\u00b7lectives.<\/p>\n\n\n\n

A la Taula 4 es veuen els \u00edndexs obtinguts sobre la invari\u00e0ncia per a sexe, edat, nivell competitiu i tipus d’esport. <\/p>\n\n\n\n

\n
\n
\n
\"\"<\/figure>\n\n\n\n

<\/p>\n<\/div>\n\n\n\n

\n

Taula 4<\/strong>
Invari\u00e0ncia de model en sexe, edat, nivell competitiu i modalitat esportiva<\/em><\/p>\n\n\n\n

Veure taula<\/a><\/p>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div><\/div>\n\n\n\n

An\u00e0lisi de fiabilitat<\/strong><\/p>\n\n\n\n

A la Taula 3, a m\u00e9s de les correlacions entre factors, es mostren els resultats obtinguts respecte a la fiabilitat composta. Per a aquest model, l’\u00edndex m\u00e9s gran de fiabilitat es va trobar per a la dimensi\u00f3 relaci\u00f3 (,96) i l’\u00edndex m\u00e9s baix en autonomia voluntat (,82), sent aquest \u00faltim superior al l\u00edmit de ,70.<\/p>\n\n\n\n

Discussi\u00f3<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

Els resultats obtinguts indiquen que l’estructura tant de la versi\u00f3 original del q\u00fcestionari com de la seva versi\u00f3 espanyola va ser replicada, mostrant un bon ajustament global on els resultats se semblen als obtinguts en les versions precedents. \u00danicament cal esmentar la baixa c\u00e0rrega factorial, encara que superior a ,40, de l’\u00edtem 5, \u201cEm sento obligat\/da a fer coses que no vull fer;\u201d autonomia voluntat) en les dues versions espanyoles. Al respecte de l’estructural factorial, no hi ha dades en altres cultures\/idiomes, tret d’una versi\u00f3 en portugu\u00e8s (Do Nascimiento, 2015), que no aconsegueix mantenir l’estructura plantejada per Ng et al. (2011)<\/a> de cinc dimensions. Aquest autor agrupa de nou l’autonomia en una sola dimensi\u00f3, no mantenint la caracter\u00edstica distintiva de la BNSSS, i nom\u00e9s 12 \u00edtems dels 20 originals tradu\u00efts mostren c\u00e0rregues factorials adequades. <\/p>\n\n\n\n

Pel que fa a les puntuacions mitjanes trobades, es pot destacar que igual com succeeix amb la versi\u00f3 per a esports col\u00b7lectius (De Francisco et al., 2018<\/a>) la puntuaci\u00f3 m\u00e9s baixa es va donar a l’\u00edtem 9 (autonomia elecci\u00f3) i la puntuaci\u00f3 m\u00e9s alta al 8 (autonomia voluntat). Aquest resultat possiblement tingui explicaci\u00f3 en la cultura, ja que dins d’un mateix context alguns \u00edtems semblen tenir m\u00e9s import\u00e0ncia que altres en funci\u00f3 de l’origen de la mostra (Chen et al., 2015<\/a>). <\/p>\n\n\n\n

D’altra banda, tots els \u00edtems van presentar una asimetria negativa, igual com en les dues versions pr\u00e8vies, la qual cosa demostra que la distribuci\u00f3 de freq\u00fc\u00e8ncies presenta m\u00e9s valors menors a la mitjana que majors, independentment de l’idioma, \u00e9s a dir que les respostes es reparteixen per sota de la mitjana. Es pot destacar que, en ambdues versions espanyoles, l’\u00edtem 8, \u201cDecideixo jugar per voluntat pr\u00f2pia; autonomia voluntat\u201d, presenta els valors m\u00e9s elevats de mitjana, asimetria i curtosi. Per tant, la majoria de les persones participants han puntuat alt en aquest \u00edtem, pel que en la cultura espanyola \u00e9s possible que no es concebi la participaci\u00f3 esportiva sin\u00f3 \u00e9s de forma lliure, sense experimentar sensacions de pressi\u00f3 (G\u00f3mez et al., 2009<\/a>). <\/p>\n\n\n\n

Respecte a la invari\u00e0ncia, es va realitzar una an\u00e0lisi de tres models compactats per a les variables sexe, edat, nivell competitiu i modalitat esportiva. Seguint el criteri indicat per Cheung i Rensvold (2002)<\/a>, en relaci\u00f3 amb la invari\u00e0ncia, no hi ha difer\u00e8ncies entre cap dels grups analitzats en relaci\u00f3 amb l’estructura factorial (c\u00e0rregues factorials, correlacions entre factors, vari\u00e0ncies dels factors). Aquests resultats permeten obtenir evid\u00e8ncies que l’eina obtinguda \u00e9s v\u00e0lida per avaluar el grau de satisfacci\u00f3 de les NPB, independentment del col\u00b7lectiu que s\u2019estudii, ja sigui home o dona, menor d’edat o adult, competeixi a nivells baixos o alts i participi en una modalitat esportiva individual o col\u00b7lectiva. En la validaci\u00f3 de De Francisco et al. (2018)<\/a>, es van trobar els mateixos resultats quant a g\u00e8nere, edat i nivell competitiu, per\u00f2 aquestes autories no havien comprovat la invari\u00e0ncia amb relaci\u00f3 a la modalitat esportiva ja que nom\u00e9s disposaven de participants que practicaven esports col\u00b7lectius. <\/p>\n\n\n\n

Aquesta recerca ha perm\u00e8s comprovar que la versi\u00f3 espanyola es pot aplicar sense variacions a qualsevol tipus de modalitat esportiva. En relaci\u00f3 amb els resultats sobre la invari\u00e0ncia en altres pa\u00efsos, Do Nascimiento (2015) \u00fanicament va comprovar la invari\u00e0ncia factorial en funci\u00f3 del sexe. Respecte a aquesta variable, es considera d’especial inter\u00e8s realitzar aquest tipus d’an\u00e0lisi atesa la seva aplicaci\u00f3 a l’hora de realitzar estudis comparatius, ja que si una eina no compleix els criteris d’invari\u00e0ncia establerts, les conclusions que posteriorment es facin, en utilitzar-la en un estudi en el qual es comparin diferents grups mostrals, poden perdre la seva validesa. <\/p>\n\n\n\n

L’\u00edndex de fiabilitat composta va presentar bons valors per a cada dimensi\u00f3, la qual cosa valida aquesta eina, confirmant aix\u00ed l’abs\u00e8ncia d’errors en la mesura realitzada. A m\u00e9s, igual com succeeix amb les versions original i espanyola per a esports col\u00b7lectius, es mostra per a autonomia voluntat el valor m\u00e9s baix, 0,61 i 0,60 respectivament. Possiblement, perqu\u00e8 tal com afirmen Reeve et al. (2003)<\/a>, aquesta \u00e9s la dimensi\u00f3 que requereix una especial atenci\u00f3, ja que \u00e9s un concepte m\u00e9s ampli d’autoregulaci\u00f3 i pot presentar significats diferents; aquesta dimensi\u00f3 presenta valors m\u00e9s baixos, de la mateixa manera que en la seva recerca.<\/p>\n\n\n\n

Conclusi\u00f3<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

Els resultats d\u2019aquest treball permeten confirmar que es disposa d’una versi\u00f3 espanyola del BNSSS amb bones propietats psicom\u00e8triques mantenint l’estructura factorial de cinc dimensions plantejada per Ng et al. (2011)<\/a> per avaluar la satisfacci\u00f3 de les NPB en el domini dels esports federatius a Espanya, el que resulta un aven\u00e7 per a la psicologia esportiva en desenvolupar una eina de mesura per a tota mena d’esport, i que t\u00e9 en compte la divisi\u00f3 de tres factors en la dimensi\u00f3 autonomia.<\/p>\n\n\n\n

Agra\u00efments<\/strong><\/h2>\n\n\n\n

Aquest treball ha tingut l’ajuda del Ministeri d’Economia i Competitivitat espanyol, mitjan\u00e7ant el projecte PSI2014-56935-P.<\/p>\n","protected":false},"excerpt":{"rendered":"

Resum At\u00e8s l’inter\u00e8s creixent de la satisfacci\u00f3 de necessitats psicol\u00f2giques b\u00e0siques en l’\u00e0mbit de l’activitat f\u00edsica i l’esport, han estat diversos els instruments utilitzats per avaluar el grau de satisfacci\u00f3 o frustraci\u00f3 d’aquestes necessitats. Un d’aquests instruments \u00e9s l\u2019escala de satisfacci\u00f3 de les necessitats b\u00e0siques en l\u2019esport (Basic Need Satisfaction in Sport Scale, BNSSS), que […]<\/p>\n","protected":false},"author":4,"featured_media":0,"comment_status":"open","ping_status":"open","sticky":false,"template":"","format":"standard","meta":{"_editorskit_title_hidden":false,"_editorskit_reading_time":14,"_editorskit_is_block_options_detached":false,"_editorskit_block_options_position":"{}","inline_featured_image":false,"advgb_blocks_editor_width":"","advgb_blocks_columns_visual_guide":"","footnotes":""},"categories":[44],"tags":[470,629,469,153,472,471],"author_meta":{"display_name":"Redaccio","author_link":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/author\/redaccio\/"},"featured_img":null,"coauthors":[],"tax_additional":{"categories":{"linked":["Ci\u00e8ncies humanes i socials<\/a>"],"unlinked":["Ci\u00e8ncies humanes i socials<\/span>"]},"tags":{"linked":["autonomia<\/a>","autonom\u00eda<\/a>","compet\u00e8ncia<\/a>","esport<\/a>","propietats invari\u00e0ncia<\/a>","relaci\u00f3<\/a>"],"unlinked":["autonomia<\/span>","autonom\u00eda<\/span>","compet\u00e8ncia<\/span>","esport<\/span>","propietats invari\u00e0ncia<\/span>","relaci\u00f3<\/span>"]}},"comment_count":"0","relative_dates":{"created":"Posted 6 anys ago","modified":"Updated 6 anys ago"},"absolute_dates":{"created":"Posted on 1 juliol 2020","modified":"Updated on 12 octubre 2020"},"absolute_dates_time":{"created":"Posted on 1 juliol 2020 07:51","modified":"Updated on 12 octubre 2020 16:47"},"featured_img_caption":"","series_order":"","_links":{"self":[{"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/3248\/"}],"collection":[{"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/"}],"about":[{"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/types\/post\/"}],"author":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/users\/4\/"}],"replies":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/comments\/?post=3248"}],"version-history":[{"count":11,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/3248\/revisions\/"}],"predecessor-version":[{"id":7886,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/3248\/revisions\/7886\/"}],"wp:attachment":[{"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/media\/?parent=3248"}],"wp:term":[{"taxonomy":"category","embeddable":true,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/categories\/?post=3248"},{"taxonomy":"post_tag","embeddable":true,"href":"https:\/\/revista-apunts.com\/ca\/wp-json\/wp\/v2\/tags\/?post=3248"}],"curies":[{"name":"wp","href":"https:\/\/api.w.org\/{rel}","templated":true}]}}